管理層持股能否緩解商譽減值帶來的股價崩盤風險：來自A股上市公司的證據后續商譽減值的潛在風險不容小視。根據wind數據庫，中國A股上市公司商譽減值規模從2007年5.5億增加至2019年的1537.2億。巨額商譽減值的計提使得許多公司凈利潤由盈轉虧。二三四五(002195億元的商譽減值后，公司業績由盈轉虧損9.98億元。商譽減值表明并購形成的基于此，本文以2007年至2019年中國A股上市公司為樣本，對商譽減值如何影響股價崩盤風險進行研究。回歸結果顯示：商譽減值在1%水平上顯著正向關鍵詞：商譽減值股價崩盤風險管理層持股代理問題目錄第一章緒論 2 2 41.3研究內容與框架 4 62.1文獻綜述 62.2研究假設 8 93.1樣本與數據 93.2變量定義 9 4.1描述性統計 4.2相關性分析 4.3回歸結果分析 4.3.1商譽減值與股價崩盤風險 4.3.2商譽減值、管理層持股與股價崩盤風險 值的可能性。根據Wind數據庫，中國A股上市公司商譽減值規模從2007年5.5億增加至2019年的1537.2億(陳曉東，張文博，成俊羽，2022)。上市公司計提大額商譽減值會導致“業績變臉”,使得凈利潤不及預期來的是股價的大幅下跌甚至跌停。2021年1月25日，二三四五(002195)發布2020年業績預告，公司業績由盈轉虧損8.06億元至9.98億元，這在某種程度上-3.9億元。受此消息影響，二三四五連收兩個跌停板，1月27日仍收跌6.82%,三個交易日累計跌幅達24%。1月18日，數字貨幣概念股高偉達(300465)發布的2020年業績預告稱，這在某個角度上證明了公司擬計提商譽減值準備6.45億至7.94億元，預計2020年全年虧損5.32億至6.88億元，同比由盈轉虧。截至18日收盤，該股報11.13元，成交6245萬元，最新市值僅49.7億元。與2020理論上有所突破，而且在實際應用中也展現出了更高的準確度和可靠性。為此，1.2研究意義與創新基于上述背景，本文選取了2007至2019年A股上市公司作為研究對象，就商譽減值規模對股價崩盤風險的影響以及管理層持股的調節作用進行實證研究。本文的研究意義有以下幾點。第一，一定程度上豐富了對商譽減值的經濟文獻主要聚焦于賣空機制的不完善和投資者異質性等因素的影響，本文從商譽客觀性。同時還對研究過程中可能出現的誤差和偏差進行了敏感性分析，進一步增強了研究結果的穩健性。本文的具體研究框架如下：第一章緒論。論述了本文的研究背景、研究意義及創新點，研究內容與研究第二章文獻綜述與研究假設。首先，對商譽減值、股價崩盤風險、管理層持股進行文獻梳理。其次對商譽減值與股價崩盤風險的關系進行理論分析，并引入管理層持股這一調節變量，就管理層持股的調節作用進行分析，提出研究假設。第三章研究設計，包括樣本的選取，變量的定義以及實證模型的構建。第四章實證結果分析。通過描述性統計和相關性分析初步分析變量的分布以及相關性，然后運用多元回歸探究商譽減值對股價崩盤風險的影響，并且引入管理層持股作為調節變量，分析管理層持股在商譽減值與股價崩盤風險關系中的調節作用，最后用被解釋變量的另一個衡量指標進行穩健性檢驗。第五章研究結論與啟示?？偨Y對以上章節的研究內容，并且為公司治理、市場監管和市場投資者提出相關建議。第二章文獻綜述與研究假設商譽是企業在并購活動中支付的溢價，以期獲取未來的超額收益。如果并購標的業績不及預期，則說明商譽被高估，需進行商譽減值?，F有關于商譽減值經濟后果的相關文獻較少，如此能夠看出主要集中在盈余預測、債務融資、審計收費等方面。已有文獻表明，商譽減值不僅會降低公司當期的凈利潤，將凈利潤由盈轉虧，還會影響公司未來盈利能力(Lietal,2011)和現金流量(Bostwicketal.,2016),影響上市公司融資能力和債務成本(孫藝萌，邱瑞安，2020)。唐澤光，徐若雪等(2017)從債權人視角探究商譽減值信息如何影響債務資本成本，發現兩者之間正相關。葉建芳等(2016)從成本收益理論出發，認為審計風險會隨著商譽減值額的增加而上升?，F有文獻對于股價崩盤風險的研究主要聚焦市場層面和公司層面。從市場層面看，由于賣空機制的不完善和投資者異質性，負面消息無法及時體現在股價中，從而導致股價高估，當負面消息突然時爆發，依據此理論框架深入探究可得出則基于公司層面的研究則主要從代理理論和信息不對稱兩個角度對股價崩盤風險進行解讀。管理層作為信息優勢者，在隱瞞負面消息中有一定的便利性，管理層出于自利動機“捂盤”負面消息(Chenetal.,2001)。這在一定程度上代表了代理問題導致股價崩盤風險是指管理層出于構建企業帝國(江軒宇和許年行，2015)、政治因素(Piotroskietal,2015)、獲取高薪酬(LaFondandWatts,2008)、個人發展(KimandZhang,2016b)、避稅(Kimetal.,2011a)等目的隱藏公司負面消息，當沒有動機掩蓋或無法掩蓋時集中披露負面消息，造成股票市場動蕩，進而引發股價崩盤風險(蔡嘉欣，林澤羽，2020)。對于這一部分的創作借鑒了何其飛教授的相關主題的研究，表現在思路和手法方面，在思路上，本文遵循了其對研究問題層層剖析的方法，通過設定明確的研究目標與假設構建了嚴謹的研究框架，采用定量與定性相結合的研究方法，力求在數據收集與分析過程中做到客觀、準確，以確保研究結論的科學性和可靠性。雖然本研究受到了何其飛教授工作的啟發，但本文也在多個環節中融入了自己的創新點，在研究設計階段采取了更為2008),這會導致投資者對公司前景的看法偏向消極而非積極(KnauerandW?hrmann,2016)。這在某種程度上暗示了市場投資者將之視為負面消息，認為al,2011)。公司披露的商譽減值規模越大，這在某個角度上證明了投資者對公瑞琪等(2019)從信息不對稱的角度研究發現，并購商譽減值顯著正向影響公司較高的公司。陳亞軍，孫倩雪(2019)發現，商譽減值是上市公司股價崩盤風險的信號，且商譽減值規模越大，股價崩盤風險越高。成文天，陳娜等(2017)則商譽規模與股價崩盤風險正相關。曹奇睿，成君向等(2019)同樣發現，這在一而增加管理層隱藏負面消息的可能性和操作便利性，進而加劇股價崩盤風險(付和(2015)研究發現，CEO持股能夠顯著減少商譽減值，從而降低股價崩盤風2.2研究假設高商譽的存在對于市場投資者來說是利好消息，投資者因而對公司產生樂觀的預期，紛紛選擇購入公司股票，造成公司股價高估。然而商譽減值意味著當時并購產生的商譽被高估了，通過這些事實我們可以看到公司未實現預期的并購收益，不但會造成當年的資產減值損失，影響財務績效，還反映了管理層較差的并購估值能力(鄒天羽，朱靜怡，2022)。此外，管理層在并購完會進行向上的盈余管理，在業績承諾期內隱瞞商譽減值情況，當業績承諾期滿，這在一定程度上確認了管理層無須再進行盈余管理，不再隱瞞商譽減值情況，一旦向市場公布商譽減值的消息，就會造成負面消息的集中釋放，引發股價崩盤風險。因此，本文提出以下研究假設H1:商譽減值對股價崩盤風險有顯著的正向影響，即商譽減值規模越大，股價崩盤風險越高。如此能夠看出商譽減值引發股價崩盤風險的原因主要是代理沖突和信息不對稱，那么管理層持股能否有效緩解代理沖突，減少信息不對稱，從而抑制這種正向影響呢?當信息不對稱程度較高時，市場投資者難以預判商譽的形成是否存并且，當商譽減值發生時，投資者無法判斷已披露的商譽減值額是否充分，依據此理論框架深入探究可得出不確定是否存在公司內部為了穩住股價而少計提商譽減值，或者為了平滑利潤沒有真實計提商譽減值的情況，因而對公司股價和未來發展缺少信心，選擇拋售股票，從而加劇了股價崩盤風險。管理層持股降低了外部投資者與公司內部人之間的信息不對稱問題，此時，由于前期負面消息已經及時反映在股價中了，這在一定程度上代表了投資者對披露的商譽減值并不意外，因而不會出于恐慌拋售股票(蔡佳茜，成曉娜，2022)?；诖?，本文引入了管理層持股這個調節變量，提出以下研究假設：H2:管理層持股能抑制商譽減值對股價崩盤風險的正向影響作用。第三章研究設計本文選取了2007年12月31日至2019年12月31日中國A股上市公司的相關數據，這在一定程度上代表了根據以下條件進行篩選：(1)剔除金融保險行業的上市公司；(2)剔除觀測值缺失的研究樣本；(3)剔除ST,*ST公司樣本；(4)剔除公司年度周收益率低于30個觀測值的樣本，以保證股價崩盤風險測量指標計算的可靠性。在對所選樣本按照上述條件篩選后，共可得到25663個觀測值，對所有的連續變量上下1個百分位數值進行縮尾處理(高君銘，呂俊天，2022)。對此本文也進行了結論的復核，首先在理論上確保了研究假設的合理性和邏輯一致性。通過對相關文獻的全面梳理和對比分析，本文驗證了研究框架的科學性和適用性。在此基礎上，本文進一步采用了多種實證方法對研究結論進行了檢驗，以確保結果的穩健性和可靠性。本文還通過與其他相關研究的對比，驗證了研究結論的普適性和創新性。通過與已有文獻的結論進行對比分析，本文發現研究結果不僅支持了部分已有觀點，還提出了新的見解，為相關領域的理論發展提供了新的視角和證據。同時本文還探討了研究結論在實際應用中的潛在價值為后續研究提供了方向和建議。本文所使用的商譽減值數據從wind數據庫獲得，其他研究數據均來自國泰安數據庫。這在某種程度上暗示了參考已有文獻Chen等(2001)、王化成等(2015)、KimandZhang(2016b),本文用負收益偏態系數NCSKEWt+1和回報率上下波動比率DUVOL+1來衡量股價崩盤風險，其中DUVOLt+1用于穩健性檢驗(林雨倩，用市場因子解釋的股票收益，這在某個角度上證明了通過來其次，基于計算得出的公司股票周特有收益率Wi,t,構造和1)負收益偏態系數NCSKEW單個公司的股票i于第t年當年的交易周數。NCSKEW數值越大，股價崩盤風險NCSKEW=-[n(n-1)32∑W3J[(n-1)(n-2)(∑w2)312]2)收益率上下波動比率(DUVOL)代表了股價分布左偏的情況。作為對本文主要回歸結果的穩健性檢驗，這在一定層面上揭示其通過模型(3)進行(2)解釋變量：商譽減值這在一定程度上預示了本文的商譽減值金額來自Wind數據庫，在獲得數據減值規模GWIMRt。(3)調節變量：管理層持股本文的調節變量為管理層持股(MNGt),用國泰安數據庫的管理層持股比(4)控制變量借鑒以往文獻(王化成等，2015),從這些討論中明白本文在模型中加入了波動(SIGMAt)作為控制變量。同時，本文還加入了個體固定效應和年份虛擬表1相關變量定義名稱符號定義負收益偏態系數股票回報率上下波動波動的比例商譽減值規模公司年度商譽減值金額/上年年末總資產管理層持股比例期末公司管理層持股比例總資產規模資產負債表日總資產賬面價值的自然對數資產收益率資產負債表日凈利潤/總資產資產負債率資產負債表日總負債/總資產賬面市值比期末賬面所有者權益/公司市值月均超額換手率當年月度換手率的均值減去上年月股票回報率波動因此設置13個虛擬變量為了檢驗假設1,探究商譽減值與股價崩盤風險是否存在正相關關系，本文借鑒Kim等(2016)和張向榮(2019)的研究思路，構建多元回歸模型(4)。用DUVOL+1衡量。解釋變量為商譽減值規模GWIMRt。CONTt為相應的控制變量，YEAR為年度虛擬變量，模型控制了個體固定效應。若NCSKEWt+1=α+β*GWIMRt+δ*CONTt+YEAR+ε為了檢驗假設2,探究管理層持股作為調節變量，是否能抑制商譽減值與股價崩盤風險之間的正相關性，本文引入管理層持股和商譽減值的交乘項GWIMRt*MNGt,構建多元回歸模型(5),模型控制了個體固定效應。若假設NCSKEWt+1=α+β1*GWIMRt++β2*MNGt+β3*GWIMRt*MN第四章實證結果與分析表2相關變量的描述性統計變量符號中位數和-0.201,最小值分別為-2.354和-1.306,最大值分別為1.523和0.944,標準差分別為0.693和0.466,通過這些事實我們可以看到說明股價崩盤風險的離散程該比值雖較小，但實際上商譽減值金額較大。均值大于中位數0,說明某些公司持股比例MNG+的均值為0.121,最小值為0,最大值為0.685,標準差為0.193,4.2相關性分析與DUVOLt+1的相關系數為0.875,證明這兩個指標有較高的一致性，因而可以看出商譽減值規模GWIMR與NCSKEWt+1及DUVOLi+1的相關系數均在1%的水平上顯著正相關，這初步證明了假設1,說明商譽減值會對股價崩盤風險有正向表3相關變量的相關性分析模型(4)的多元回歸結果具體見表4,依據此理論框架深入探究可得出從資產TA、資產負債率LEV、賬面市值比BM、月均超額換手率DTURN、股票回歸結果顯示，被解釋變量為NCSKEWt+1下的商譽減為0.057,t值為5.606,且在1%的水平上顯著為正，這一結果驗證了假設1,證明在控制了一系列影響因素后，商譽減值規模對股價崩盤風險有顯著的正向影響，即當年公司商譽減值規模越大，這在一定程度上代表了次年股價崩盤風險越高，這說明商譽減值不但會影響公司當年的財務績效，還反映了管理層較低的并購估值能力與并購后資源整合能力(陳志遠，張慧文，2022)。時，資本市場將之視為負面信息，認為企業未實現并購的預期收益，這在某種程度上暗示了投資者對公司前景持有消極看法，紛紛拋售股票，從而加劇了股價崩表4研究假設H1的檢驗結果-0.188*** NF在假設2的檢驗模型中，本文加入了GWIMRt和MNG的交乘項來考察管理層持股在商譽減值和股價崩盤風險之間的調節作用，這在某個角度上證明了并控制個體固定效應及其他相關變量，來檢驗管理層持股是否會抑制商譽減值對股價從表5展示的回歸結果可以發現，加入GWIMRt*MNGt后，解釋變量GWIMR的系數仍然在1%水平上與被解釋變量NCSKEW+1呈正相關，且控制變量都與被解釋變量顯著相關，這與前文驗證的假設1的結論相一致。觀察新引入的交互項GWIMRt*MNG:可以發現，交互項前的β系數為-0.113,t值為-2.012,在5%的水平上顯著,說明公司管理層持股顯著削弱了商譽減值對股價崩盤風險的正向影響，這在一定層面上揭示這一結果與假設2一致(高逸飛，趙心怡，2022)。具體來看，管理層持股可以一定程度上緩解代理問題，抑制管理層自利行為，避免其接受高溢價、低盈利的標的公司、選擇性的披露好消息而推遲披露壞消息，同時減少信息不對稱，外部投資者對上市公司更加信任，認為其披露的商譽減值信息是真實、及時、充分的，不存在更多隱藏的商譽減值情況，或即使存在也在公司可控范圍內，因而不會紛紛拋售股票，降低了股價崩盤風險(孫昊忠，周夢琪，2022)。本文在行為思路上也有所創新，創新性地融入了前人關于此主題已有的研究成果，在研究深度上有顯著拓展。通過對過往文獻的系統梳理與整合，深入挖掘了該領域尚未被充分關注的關鍵問題和潛在研究方向。不僅對已有理論進行了更為細致的剖析，還在其基礎上提出了新的研究視角和分析框架。在具體研究中運用先進的研究方法和技術手段對該主題進行了多維度、全方位的探究。突破了傳統研究的局限從更微觀的層面揭示了事物的內在規律和相互關系，借鑒其他相關領域的理論和實踐經驗為解決該主題下的問題提供了更為豐富和多元的思路。表5研究假設H2的檢驗結果0.062***0.080***-0.389***-0.037***8.013*** NF為得到更加穩健的研究結論，本文用衡量股價崩盤風險的另一個指標后回歸結果如表6。結果顯示，前文得出的結論仍被支持。這在一定程度上預示了商譽減值GWIMRt與DUVOL+1在1%的水平上顯著正相關，且管理層持股在集和分析，采用了定量與定性相結合的方法以確保研究結果的科學性和準確表6假設H2的穩健性檢驗結果 -0.023-0.824-0.647NFp<0.1,**p<0.05,***p第五章研究結論與啟示隨著資本市場并購潮的開展，商譽資產規模快速增長，隨之而來的是后續潛在的商譽減值風險。本文聚焦并購場景，探討商譽減值對公司股價崩盤風險的影響，研究結果發現，商譽減值與股價崩盤風險在1%水平顯著正相關，證明當年發生的商譽減值會加劇公司次年股價崩盤風險(徐嘉潤，陳之妍，2020)。進一步研究發現，公司管理層持股能顯著抑制這種正相關性。由于商譽的確認具有較強的主觀性，管理層在并購估值中有較大的自由裁量權，本文提出以下四點建議：第一，公司高層需要審慎科學的判斷并購標的公司的估值合理性，評估商譽資產是否存在超出協同效應收益的不合理部分，預估未來可能存在的商譽減值情況，降低商譽減值風險。第二，公司可以通過讓管理層持股來完善治理結構，緩解代理問題，減少管理層的自利行為，降低信息不對稱。即使公司披露了商譽減值，外部投資者會將之視為可控的負面信息，預期公司不會有更多未披露的商譽減值，因而不會做出拋售股票的決定，降低了股價崩盤風險。第三，監管部門應該加強商譽減值的監管措施，對商譽減值測試進行嚴格評估，提高商譽減值披露要求，同時強化對于不合規、不準確的商譽減值披露信息的處罰機制，提高違法成本。第四，市場投資者應對高溢價并購保持理性，避免盲目跟風，關注其高商譽背后的潛在減值風險。[1]陳國進，張貽軍.異質信念、賣空限制與我國股市的暴跌現象研究[J].金融研究，2009(04):80-91.[2]陳曉東，張文博，成俊羽.高溢價并購的達摩克斯之劍：商譽與股價崩盤風險[J].金融經濟學研究，2022,34(06):56-69.[3]陳嘉琪，何俊天.代理成本、管理層持股與審計質量[J].財經研究，2023,37(01):48-58.[4]許向陽，付景泰.并購商譽減值、信息不對稱與股價崩盤風險[J].證券市場導報，2021(03):59-70.[5]付雅楠，成奇瑤.企業過度投資與股價崩盤風險[J].金融研究，2021,(08):141-158.[7]唐澤光，徐若雪.上市公司并購重組的商譽風險[J].中國金融，2017,(10):69-71.[8]鄭淑芳，許俊天.監督還是掏空：大股東持股比例與股價崩盤風險[J].管理世界，2015,(02):45-57.[9]蔡嘉欣，林澤羽.并購商譽是否為股價崩盤的事前信號?—一基于會計功能和金融安全視角[J].財經研究，2017,43(09):76-87.[10]陳君朝，邱景云.合并商譽減值：經濟因素還是盈余管理?——基于A股上市公司的經驗證據[J].中國注冊會計師，2015(12):56-61.[11]趙海龍，付瑞琪.并購商譽信息會影響債務資本成本嗎?[J].中央財經大學學報，2017(03):109-118.[12]陳亞軍，孫倩雪.不可核實的商譽減值測試估計與審計費用[J].審計研究，2016(01):76-84.[13]成文天，陳娜.合并商譽的本質及會計處理：企業資源基礎理論和交易費用視角[J].南開管理評論，2008,(04):105-110.LittleComparedtoPublicAcquirers?[J].JournalofFinancialEconomics,2008,89(SFAS142[J].JournalofAccounting,Auditing&Finance,2011,26(3):527-555.[16]BostwickE.D.,KriegerK.,LambPredictionand